skat-tats. Utgångspunkten är att utformningen av penningpolitiken baseras på en bedömning av inflationen ett till två år framåt i tiden. Inflationsbedöm-ningen är den som görs under antagande om oförändrad reporänta. Tan-ken bakom den enkla handlingsregeln är klar: Om inflationsutsikterna tyder på att inflationen kommer att avvika från målet när reporäntenivån inte förändras så måste en annan nivå för räntan väljas. Om prognosen överstiger 2 procent måste reporäntan höjas och om prognosen understiger 2 procent måste reporäntan sänkas.
Riksbanken har vid flera tillfällen betonat att den enkla handlingsregeln inte kan användas på ett mekaniskt sätt och att inflationsutvecklingen såväl under det närmaste året som under tiden bortom det andra året spelar viss roll. Den har dessutom gradvis utvecklat sin syn på hur inflationsmålsstyr-ningen bör gå till. Till bilden hör förändringar i sättet att mäta inflationen och göra prognoser för den, liksom en successiv utveckling av tankeramen för hur bedömningar av inflationen ska inverka på räntesättningen. Detta innebär att en skattning av den enkla handlingsregeln måste baseras på vissa förenklande antaganden.
Trots problemen är det nödvändigt att i en utvärdering av föreliggande slag använda sig av någon form av handfast referenspunkt för hur progno-serna och ränteförändringarna är relaterade till varandra. För den enkla handlingsregeln talar att Riksbanken sedan åtminstone inflationsrapporten i mars 1998 explicit har hänvisat till denna i sin diskussion av penningpoli-tiken (se denna, s. 31). Formuleringarna i rapporten tyder också på att den haft betydelse redan en tid före detta beslutstillfälle. I en av Riksbanken nyligen utgiven forskningsrapport visas dessutom att skattningsresultaten är robusta i bemärkelsen att slutsatserna vad beträffar penningpolitikens utformning inte påverkas nämnvärt när rimliga förändringar i specifika-tionen av regeln görs (se Jansson och Vredin, 2001).
För att kunna skatta den enkla handlingsregeln måste bl.a. bestämmas hur reporäntan ska mätas. Frågan är vilken reporänta som ska relateras till de givna prognoserna. En möjlighet är att välja den reporäntenivå som annonserades just den dagen då prognoserna publicerades. Men detta skulle innebära att ränteförändringar som görs några dagar eller veckor efter det att prognosen publiceras inte beaktas. Det är troligt att åtminstone vissa av dessa förändringar är gjorda som en följd av prognosen. Mot att använda sig av räntan vid publiceringsdagen talar också att Riksbanken förstås har vetskap om en prognos en tid innan den publiceras.
En annan möjlighet är att mäta räntan den sista dagen det aktuella kvar-talet. Detta förfarande får dock till följd att ett tämligen slumpmässigt för-hållande mellan de publicerade prognoserna och räntebesluten uppstår.
Inflationsrapporterna för det andra och fjärde kvartalet publicerades under perioden alltid i början av den sista månaden det aktuella kvartalet. Rapp-orten för det första kvartalet publicerades däremot mer utspritt under kvartalets sista månad. Rapporten för det tredje kvartalet publicerades an-tingen i slutet av september eller i början av oktober.
En tredje möjlighet är att, enligt något kriterium, göra en indelning av varje tidsperiod mellan två rapporter och hänföra ränteförändringarna un-der periodens första del till den senast publicerade rapporten och ränteför-ändringarna under periodens andra del till den nästkommande, ännu ej publicerade, rapporten. Detta sätt att mäta räntan har fördelen att det ska-par ett regelbundet förhållande mellan prognoserna och räntebesluten, och att såväl vissa ränteförändringar efter som före prognosens publiceringsdag beaktas.41
Det förfarande som här tillämpats går ut på att varje tidsperiod mellan två rapporter delas in i två lika långa delperioder. Alla ränteförändringar som genomförs före tidsperiodernas ”mediandag” tillskrivs på detta sätt den senast publicerade prognosen medan förändringar som genomförs efter denna dag tillskrivs den nästkommande, ännu ej publicerade, prognosen.42 Följande sammanställning visar de valda observationstillfällena för repo-räntan och prognosernas publiceringsdag:
Kvartal Ränteobservation Publicering av IR
1997q1 1997-04-28 1997-03-20
1997q2 1997-07-31 1997-06-05
1997q3 1997-10-31 1997-09-23
1997q4 1998-01-23 1997-12-09
1998q1 1998-04-17 1998-03-03
1998q2 1998-08-03 1998-06-04
1998q3 1998-10-30 1998-09-28
1998q4 1999-01-27 1998-12-03
1999q1 1999-04-26 1999-03-16
1999q2 1999-08-05 1999-06-03
1999q3 1999-11-08 1999-10-06
1999q4 2000-02-02 1999-12-09
2000q1 2000-05-03 2000-03-23
2000q2 2000-08-10 2000-06-08
2000q3 2000-11-08 2000-10-10
2000q4 2001-02-02 2000-12-07
De observationer som ligger till grund för skattningen av den enkla hand-lingsregeln är således reporäntans nivå och Riksbankens prognoser för
41 Det är också möjligt att använda sig av något genomsnitt av reporäntan under en viss period.
Det leder dock till att den använda ränteserien speglar räntenivåer som aldrig i verkligheten realiserats.
42 Jansson och Vredin (2001) använder sig av ett snarlikt förfarande.
UND1X-inflationen (betingade på oförändrad reporänta) på ett till två års sikt vid de 16 tidpunkterna som redovisas ovan. För att göra observations-perioden så lång som möjligt har såväl prognoserna på ett års sikt under 1997 (gjorda för inflationen 1998) som prognoserna på två års sikt under 2000 (gjorda för inflationen 2002) inkluderats i analysen. Skattningsresulta-tet är: på ett till två års sikt och et skattningens s.k. residual (restpost).43 Siffrorna som redovisas inom parentes är s.k. t-värden. Dessa visar på vilken nivå koefficientskattningarnas värden är statistiskt säkerställda. Ett t-värde stör-re än 2 eller mindstör-re än –2 innebär att koefficientskattningens värde är sta-tistiskt säkerställt (signifikant) med 95 procents sannolikhet.
Inflationsprognosen på ett till två års sikt utgörs av genomsnittet av prognoserna på ett och två års sikt. Att använda sig av ett medelvärde in-nebär att prognosen på ett års sikt ges samma betydelse för penningpoliti-ken som prognosen på två års sikt. Ett alternativ är att inkludera progno-serna på ett och två års sikt var för sig men det skulle troligtvis resultera i problem till följd av s.k. multikollinearitet (eftersom de bägge prognoserna är korrelerade med varandra). Det skulle också innebära att antalet frihets-grader i skattningen minskar, eftersom sambandet mellan räntan och pro-gnoserna då utvidgas till att omfatta ytterligare en förklarande variabel.
Såväl multikollinearitet som ett minskat antal frihetsgrader försvårar be-stämmandet av koefficientskattningarnas signifikans.
I skattningen har också inkluderats en effekt av reporäntan i föregående period. Bakgrunden till denna effekt är att penningpolitik i praktiken ofta kännetecknas av s.k. ränteutjämning (”interest rate smoothing”). En tänk-bar förklaring till uppkomsten av ränteutjämning är att centralbanker, utöver ambitionen att vilja stabilisera inflationen, också bryr sig om eko-nomins reala och/eller finansiella stabilitet, och därför genomför sin poli-tik gradvis.
Hur väl beskriver då skattningen den förda penningpolitiken under pe-rioden? Ett mått på detta ges av den s.k. förklaringsgraden (R2), som – enkelt uttryckt – anger den andel av reporäntans förändringar som kan förklaras av det skattade sambandet. Ett annat sätt att utvärdera skattning-en är att gskattning-enomföra olika statistiska test på residualskattning-en. En god skattning kännetecknas av att residualen är helt slumpmässig och osystematisk. Någ-ra vanliga test som brukar användas är test för s.k. autokorrelation (ger svar på frågan om residualen utvecklas slumpmässigt över tiden), test för s.k. ARCH-effekter och heteroskedasticitet (ger svar på frågan om residua-lens spridning är konstant) samt test för s.k. normalitet (ger svar på frågan
43 Skattningsmetoden är att minimera residualkvadratsumman. Det kan visas att denna skatt-ningsmetod fungerar bra för att skatta regler av detta slag, förutsatt att prognoserna är betingade på reporäntan i föregående period. Skillnaden mellan Riksbankens faktiska betingningsränta och räntan som används för r (se den fortsatta löpande texten) är marginell.t-1
om residualen kan betraktas som genererad av en normalfördelning). I ut-värderingen har samtliga av dessa test använts.44
Koefficientvärdena i skattningen av den enkla handlingsregeln ger väg-ledning om hur prognoserna i genomsnitt påverkat ränteutvecklingen un-der perioden 1997-2000. Eftersom Riksbanken bedriver penningpolitiken med ett betydande inslag av ränteutjämning justeras räntan gradvis när inflationsprognosen förändras. Enligt skattningen kan en höjning (sänk-ning) av UND1X-prognosen på ett till två års sikt (definierad på ovanstå-ende sätt) med 0,1 procentenheter väntas leda till att reporäntan omedel-bart justeras upp (ned) med ca 0,05 procentenheter. Ränteutjämningen innebär dock att reporäntan är kvar på en högre (lägre) nivå även nästföl-jande period. Den sammanlagda höjningen (sänkningen) av reporäntan erhålls enligt följande formel: (1/10)(0,527/(1 – 0,795)) = 0,25 procenten-heter. När anpassningen av reporäntan genomförts fullt ut uppgår den sammanlagda höjningen (sänkningen) alltså till ca 0,25 procentenheter.
Skattningarna kan även användas för att beräkna mått på den nominella och reala jämviktsräntans nivå under perioden 1997-2000. Jämviktsnivån för reporäntan i nominella termer erhålls genom att, från skattningen, be-räkna räntans nivå i tidslös jämvikt. En sådan kännetecknas av att infla-tionsmålet är uppfyllt och att räntan är densamma varje period. Formeln för den nominella jämviktsreporäntan är: 0,772/(1 – 0,795) = 3,75 procent.
Den reala jämviktsräntan blir därmed: 3,75 – 2 = 1,75 procent.
Eftersom dessa jämviktsräntor bygger på hur Riksbanken valt att ut-forma penningpolitiken med hänsyn till inflationsutsikterna speglar de den uppfattning som Riksbanken hade om den rådande jämvikten under perio-den 1997-2000. Riksbanken har således fullständig kontroll över jämvikts-räntan och kan också ändra den genom att välja att utforma penningpoliti-ken på att annat sätt (t.ex. genom att välja en annan grad av ränteutjäm-ning).
Vissa bedömare har hävdat att Riksbankens penningpolitik i alltför hög grad varit utformad med hänsyn till den faktiska inflationen (snarare än den prognostiserade). Det har också hävdats att Riksbanken betraktat av-vikelser över 2-procentsmålet för inflationen som mer bekymmersamma än avvikelser under detta mål. Bägge dessa hypoteser kan testas genom att generalisera det skattade sambandet för den enkla handlingsregeln. Huru-vida den faktiska inflationen är viktigare än den prognostiserade kan un-dersökas genom att inkludera den faktiska inflationen som ytterligare en förklarande variabel i skattningen. Detta har gjorts genom att vid varje observationstillfälle för reporäntan inkludera det senast kända utfallet för UND1X-inflationen och sedan testa denna tidsseries signifikans i samban-det (denna hypotes betecknas A i sammanställningen nedan). Hypotesen att Riksbanken agerat asymmetriskt kan testas genom att tillåta olika ef-fekter på reporäntan beroende på om inflationsprognosen är över eller under 2 procent (denna hypotes betecknas B i sammanställningen nedan).45 Resultaten är:
44 Beräkningsdetaljer kan erhållas av Konjunkturinstitutet.
45 Detta görs genom att generera en ny förklarande variabel, DtptP, -12. D är en s.k. indikator-t funktion med egenskapen att den antar värdet 1 när ptP, -12 är över 2 procent och 0 i annat fall.
Hypotes Koefficientskattning t-värde Testbeslut
A 0,238 0,797 Ej signifikant
B -0,423 -0,296 Ej signifikant
Betonas ska dock att skattningarna allmänt sett är osäkra till följd av den korta undersökningsperioden. Detta gör att resultaten måste tolkas försik-tigt.
Skattningen av den enkla handlingsregeln ger, som ovan påpekats, in-formation för att bedöma om penningpolitiken i genomsnitt varit upplagd på ett rimligt sätt. Av intresse är också att undersöka om Riksbanken vid något tillfälle valt att ändra räntan på ett ovanligt sätt (mer eller mindre än vad skattningen föreskriver). Detta fångas av den del av det skattade sam-bandet som inte speglar penningpolitikens systematiska komponent, dvs.
residualen. Residualens värden kan alltså tolkas som penningpolitiska överraskningar (chocker). Från skattningen ovan kan dessa skrivas:
t t
t r r
e = -ˆ, där ˆ=0,772+0,795 -1+0,527( ,1-2-2)
P t t
t r
r p .
Det förtjänar att påpekas att varken rˆ eller t et är meningsfulla i perspekti-vet av över tiden sammanhängande tidsserier. Skälet är att såväl progno-serna som ränteutjämningen bygger på den faktiska reporäntans utveck-ling, vilket gör tidsserierna för rˆ och t et tidsinkonsistenta. Av denna an-ledning är diagrammen som visar de penningpolitiska chockerna ritade utan att binda samman observationerna över tiden (se figurerna 16 och 17).
Om variabeln visar sig förklara reporänteförändringarna på ett signifikant sätt (t-värdet är större än 2 eller mindre än –2) kan man dra slutsatsen att det finns tecken på att Riksbanken agerat asymmetriskt.